朱楠，張媛，王曉麗，石道金

(1．浙江農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院，浙江 臨安 311300；2．國家林業(yè)和草原局 林產(chǎn)工業(yè)規(guī)劃設(shè)計院，北京 100010；3．浙江農(nóng)林大學暨陽學院 商學院，浙江 諸暨 311800)

林權(quán)抵押貸款是集體林權(quán)制度改革的核心內(nèi)容，能有效盤活森林資源[1]、增加林農(nóng)收入[2]和促進林業(yè)生產(chǎn)[3]。作為林權(quán)抵押貸款的抵押品一般為用材林、薪炭林和經(jīng)濟林的所有權(quán)(或使用權(quán))以及林地的使用權(quán)，而公益林因其經(jīng)營和利用都受到限制被排除在外。那么，如何盤活公益林這類生態(tài)資源對林業(yè)金融提出新的挑戰(zhàn)。2015年浙江省麗水市根據(jù)全市公益林面積大(85.24萬hm2)、可獲補償金總額高(年總額4億多元)的具體情況，在林權(quán)抵押貸款實踐基礎(chǔ)上開展了公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款試點工作[4]。隨著對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款不斷探索，國內(nèi)學者認為公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款是對生態(tài)資源進行資產(chǎn)證券化、金融化和憑證化[5]，是以合法、可持續(xù)的收益權(quán)作為質(zhì)押擔保，村集體組織、林農(nóng)等根據(jù)收益權(quán)可持續(xù)年限、金額等因素，按照不超過年公益林補償金收入的15倍申請貸款[6]；學者在總結(jié)集體林權(quán)制度深化改革成效時也肯定了浙江省公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的作用與意義[7-9]，認為公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款將生態(tài)資源轉(zhuǎn)為金融資產(chǎn)，開辟綠水青山向金山銀山轉(zhuǎn)換的通道，但也存在額度小、期限短、成本高、風險大等問題[10]。為此，有學者從金融角度出發(fā)，提出通過內(nèi)外部信用增級來降低公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款信用風險[4,11]，也可通過開展證券化促進銀行等金融機構(gòu)為林農(nóng)、林業(yè)大戶、家庭林場、林業(yè)專業(yè)合作社和林業(yè)企業(yè)提供額度較大、期限較長且利率較低的貸款[12]。作為林業(yè)金融的一項創(chuàng)新產(chǎn)品，公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款是利用收益權(quán)憑證，通過金融杠桿的放大作用將禁止砍伐、無法抵押的公益林轉(zhuǎn)為林農(nóng)的資本或資金。資源變資金這一目標的實現(xiàn)取決于林農(nóng)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款是否存有需求、能否順利獲得貸款。因此，利用浙江省公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款試點地區(qū)麗水市的調(diào)查數(shù)據(jù)，從需求和供給兩個角度分析公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性，研究影響林農(nóng)公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性的因素，以期彌補現(xiàn)有研究僅局限于定性分析的不足，并為當?shù)卣徒鹑跈C構(gòu)進一步推廣和完善公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款提供參考意見。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2017年，麗水市全面推行公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款。這一林業(yè)金融創(chuàng)新舉措解決了公益林在政策上不允許抵押的難題，推動實物抵押向權(quán)利質(zhì)押的發(fā)展，走出“浙江林改看麗水”的道路。截至2018年底，麗水市共發(fā)放收益權(quán)質(zhì)押貸款300筆4925萬元，其中云和縣發(fā)放37筆488萬元、龍泉市發(fā)放39筆313萬元、慶元縣發(fā)放126筆1066萬元，在麗水市范圍內(nèi)這3個縣(市)公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款工作具有較強的先進性與代表性。因此，選取龍泉市、慶元縣和云和縣作為樣本縣(市)。

2018年8月課題組對樣本縣(市)進行實地調(diào)研：每個縣(市)抽取2～3個試點鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))選取3個試點村，共21村，每個村隨機選取10～15名林農(nóng)進行訪談，共調(diào)查272名林農(nóng)，剔除無效問卷后，獲取有效樣本255份。調(diào)研內(nèi)容主要涉及到林農(nóng)家庭和收益權(quán)質(zhì)押貸款相關(guān)情況。

1.2 變量選取

根據(jù)已有研究[13-15]，分析公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性一方面需考察林農(nóng)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的需求，另一方面需考察金融機構(gòu)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的供給。因此，將林農(nóng)對貸款的需求(Yd)和林農(nóng)獲得貸款(Ys)作為金融機構(gòu)的響應(yīng)設(shè)為被解釋變量。公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性主要受到政策、市場、家庭等因素的影響，由于踐行的公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款處于探索階段，市場信息獲取較為困難，但林農(nóng)自身稟賦具有異質(zhì)性、家庭資源具有差異性。因此，公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款影響因素主要從戶主自身特征、林農(nóng)家庭特征、貸款特征3個方面選取變量(表1)。

表1 變量定義及統(tǒng)計Table 1 Definition and statistics of variables

說明：將家庭總收入和公益林面積進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)化，規(guī)避數(shù)據(jù)太大造成回歸系數(shù)太小和可能出現(xiàn)的異方差。

戶主是家庭活動的重要決策者，對貸款需求決策與可得性均會產(chǎn)生影響。在戶主特征變量中，戶主年齡對貸款獲得的影響既有可能是正向也有可能是負向，原因在于：年輕人易于學習新事物，具有冒險精神，對貸款的需求較大[16]，預(yù)期影響方向為負；隨著年齡的增長，一方面生產(chǎn)經(jīng)營行為趨穩(wěn)、財富積累逐步增多，另一方面金融機構(gòu)對其還款可能性的顧慮也增加[17]，預(yù)期影響方向為正。戶主受教育程度可以反映林農(nóng)接受新事物的難易程度和成本高低，受教育程度越高，掌握新事物花費的成本較低，融資擴大生產(chǎn)的意愿較強；受教育程度在一定程度上體現(xiàn)生產(chǎn)能力，受教育程度越高，還款表現(xiàn)也越好，金融機構(gòu)發(fā)放貸款的可能性越大[18]，預(yù)期影響方向為正。

林農(nóng)家庭特征從家庭人員、經(jīng)濟狀況、社會資本3個方面選取變量[19-21]。林農(nóng)家庭人員方面選取家庭規(guī)模和家庭人口負擔作為變量：家庭規(guī)模越大，消費支出也相應(yīng)較高，對貸款產(chǎn)生需求的可能性越大，預(yù)期影響方向為正；家庭人口負擔越大，非勞動人口所占比例越高，收入滿足支出的可能性越小，預(yù)期影響方向為正[13]；金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時主要考慮林農(nóng)家庭經(jīng)濟狀況，則家庭規(guī)模和人口負擔對貸款可得性的影響方向無法確定。林農(nóng)家庭經(jīng)濟狀況方面是選取家庭負債、家庭年總收入和公益林面積3個變量：家庭負債程度越高，林農(nóng)資金周轉(zhuǎn)不靈或正在從事需不斷投入資金的項目，再借貸意愿較強[22]，預(yù)期影響方向為正；林農(nóng)是否有未歸還的欠款對正規(guī)金融和非正規(guī)金融的獲得均有負向的顯著影響[23]；林農(nóng)家庭年總收入越高，繼續(xù)擴大經(jīng)營生產(chǎn)的信心越強，對貸款的需求越強烈[13]，預(yù)期影響方向為正；在公益林補償金額和質(zhì)押貸款額度是以公益林面積為基礎(chǔ)的情況下，公益林面積直接決定林農(nóng)收入和貸款額度的大小，故將其歸在家庭經(jīng)濟狀況中，即公益林面積越大，林農(nóng)可貸額度越大，對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求也越強；同時公益林預(yù)期收益越高，成功獲得貸款概率也越大。林農(nóng)家庭社會資本方面選取親戚朋友在政府部門工作和貸款經(jīng)歷2個變量：林農(nóng)有較廣的人際關(guān)系面和正規(guī)金融機構(gòu)貸款經(jīng)歷，對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的政策、貸款程序等信息了解較全面，并且金融部門為了緩解信用風險，基于擔保人的考慮，貸款可得性概率相對而言較大[24]，預(yù)期影響方向為正。

公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款特征選取貸款期限作為變量。調(diào)研期間，公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款處于半市場化階段，利率單一。因此，選取林農(nóng)期望的貸款期限來衡量貸款的特征，從需求層面能夠探討林農(nóng)申請公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款期限與需求的關(guān)系，預(yù)期影響方向為正；從供給層面能夠探討公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款期限與供給的關(guān)系，預(yù)期影響方向為負。

此外，采用“家中是否發(fā)生大事”作為考察林農(nóng)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求的識別變量，對于金融機構(gòu)來說林農(nóng)家中是否發(fā)生大事(蓋房、生病、婚喪嫁娶等)是無法觀測的[14]，故在供給方程中并不是特別重要。采用“信貸機構(gòu)距離”作為考察金融機構(gòu)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款供給的識別變量，該變量是獨立影響公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求的因素[15]。

1.3 模型設(shè)計

農(nóng)戶借貸行為常采用單變量模型進行研究[17，20-21]，因為經(jīng)濟主體一般面臨二項選擇情形，則這種僅考慮到單個因變量(即對貸款是否需求或是否獲得貸款)的模型難以真實地反映實際情況。就公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性而言，林農(nóng)和金融部門雙方均要進行抉擇，即林農(nóng)決定是否申請貸款、金融部門決定是否發(fā)放貸款。因此，采用雙變量Probit模型進行研究分析。

林農(nóng)與金融部門相互決策共產(chǎn)生“1，1”“1，0”“0，1”“0，0”4種結(jié)果，其中“1”表示有需求或有供給，“0”表示無需求或無供給。一般“1，1”是能夠直接觀察到的，“1，0”通過特殊問卷調(diào)查也可識別。用Yd和Ys分別表示公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的需求與供給的潛在變量，表達式為：

Yd=βdXi+εd

⑴

Ys=βsXj+εs

⑵

式中Xi為影響公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求的外生變量；Xj為影響公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款供給的外生變量；βd與βs為估計參數(shù)；εd和εs為方程隨機誤差項，服從正態(tài)分布，可記為εd、εs～BVN(0，0，0，1，1，ρ)，其中ρ為εd、εs的相關(guān)系數(shù)；i=1，2，……，10，11；j=1，2，……，10，12。

由于Yd和Ys是不可觀測的，它們與Yd和Ys關(guān)系如下：

⑶

⑷

假設(shè)Y為林農(nóng)獲得公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的虛擬變量，Y=1表示林農(nóng)已獲得公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款，Y=0表示林農(nóng)未獲得公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款。則Y與Yd和Ys的關(guān)系如下：

⑸

通過問卷調(diào)查，林農(nóng)需求Yd能夠直接被識別，但并不能直接觀測到金融機構(gòu)供給Ys的情況。只有當Yd=1時，Ys才觀察到；當Yd=0時，Ys無法觀察到。對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款尚無需求的林農(nóng)，難以觀察到金融機構(gòu)是否發(fā)放貸款。通過供需聯(lián)立方程可以識別出需求部分，該方程表達式為：

P(Yd=1)=P(Yd>0)=P(εd>-Xiβd)

⑹

P(Ys=1|Yd=1)=P(Ys>0)=P(εs>-Xjβs)

⑺

采用極大似然法對需求方程式⑹和供給方程式⑺進行聯(lián)合估計。對數(shù)似然函數(shù)為：

F(Xiβd，Xjβs；ρ)]+(1-Yd)Lnφ(-Xiβd)}

⑻

式中F表示二元累計正態(tài)分布函數(shù)。

應(yīng)用STATA 14.0對樣本進行雙變量probit模型估計。

1.4 發(fā)生率計算

為有效分析不同公益林面積下林農(nóng)貸款供需結(jié)構(gòu)是否存在差異、不同檔次貸款額度需求能否得到有效供給，借鑒已有研究將公益林面積劃分為小規(guī)模(≤3.33 hm2)、中等規(guī)模(3.33～6.67 hm2)、大規(guī)模(6.67～20.00 hm2)和超大規(guī)模(>20.00 hm2)[25]；將貸款需求額度依次劃為小額(≤10萬元)、中額(10萬元～20萬元)、大額(20萬元～30萬元)和超大額(>30萬元)[26]；則不同公益林面積和貸款額度下貸款需求和貸款供給發(fā)生率的計算如下：

貸款需求發(fā)生率=該區(qū)間有貸款需求的林農(nóng)數(shù)÷該區(qū)間林農(nóng)總數(shù)×100%

⑼

貸款供給發(fā)生率=該區(qū)間有貸款供給的林農(nóng)數(shù)÷該區(qū)間有貸款需求的林農(nóng)數(shù)×100%

⑽

2 結(jié)果與分析

調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果(表1)表明：林農(nóng)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求均值為0.60，表示在255個樣本農(nóng)戶中，154戶對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款存在潛在的需求；公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款供給均值為0.12，表示實際獲得公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款僅有30戶，貸款發(fā)生率不高。樣本農(nóng)戶的基本情況特征：戶主年齡偏高，年齡的均值是3.88，主要介于40～59歲之間；戶主受教育程度偏低，教育水平均值2.72，以小學與初中文化水平為主；家庭規(guī)模均值為3.41，人口負擔均值為0.63，超過0.5，表明勞動力供給不足，家庭負擔相對較重；家庭年總收入均值5.49萬元，總體偏低；公益林面積均值是4.26 hm2，規(guī)模較大，這主要是由于公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款選擇在公益林資源相對豐富，戶均面積大的地區(qū)開展；林農(nóng)的社會關(guān)系并不豐富，僅有32.20%林農(nóng)有親戚朋友在政府部門工作；有47.80%林農(nóng)有正規(guī)金融機構(gòu)借貸經(jīng)歷，表明林農(nóng)對資金具有一定的借貸需求。

2.1 公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款存在需求大而供給范圍窄的問題

表2 公益林面積與貸款額度供需/%Table 2 Public welfare forest area and supply and demand in loan quota

從公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求發(fā)生率(表2)來看，林農(nóng)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款存有較大需求，林農(nóng)對貸款的需求又隨著公益林規(guī)模增大而增加。在有貸款需求的林農(nóng)中，擁有中等規(guī)模、大規(guī)模和超大規(guī)模公益林的林農(nóng)得到貸款供給的幾率遠大于擁有小規(guī)模公益林的林農(nóng)，尤其是擁有大規(guī)模公益林的林農(nóng)供給發(fā)生率達30.51%，可見金融機構(gòu)更傾向為公益林大戶提供貸款。其原因在于：按照浙江省公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款政策規(guī)定(不超過年公益林補償金收入的15倍申請貸款)，3.33 hm2以下公益林小戶最多可貸2.62萬元，可申請的貸款額度過低，抑制公益林小戶對貸款的潛在需求轉(zhuǎn)為有效需求，造成了公益林小戶貸款需求相對較低。金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時主要考慮林農(nóng)信用狀況和還款能力，由于農(nóng)村信用體系并不健全，抵(質(zhì))押品仍是金融機構(gòu)用來衡量貸款者還款能力、降低自身風險的重要工具。公益林小戶因面積有限，年補償金收入較低，金融機構(gòu)出于風險考慮會更加傾向為公益林中大戶提供貸款。

從公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求發(fā)生率來看，林農(nóng)對小額資金需求相對較低但供給發(fā)生率最高，而尚未有林農(nóng)獲得金融機構(gòu)提供的超大額資金貸款。其原因可能是：農(nóng)村金融市場提供的小額貸款種類豐富、程序簡單方便，林農(nóng)對小額資金的需求可通過多種方式得到滿足，削弱了林農(nóng)對公益林小額貸款的需求。林農(nóng)從事的生產(chǎn)經(jīng)營活動周期長、易受到自然災(zāi)害、國內(nèi)外政策等外在環(huán)境的影響，風險程度高。當林農(nóng)申請貸款額度較大時，金融機構(gòu)會更加慎重，發(fā)放貸款的要求也會變得更加嚴格，因此，中大額貸款尤其是超大額貸款獲得難度大?？梢娊鹑跈C構(gòu)對林農(nóng)中大額貸款供給不足，有待提高。

總體而言，公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可盤活林農(nóng)手中的資源，激發(fā)林農(nóng)信貸需求，但由于農(nóng)村信用體系不健全、林業(yè)生產(chǎn)風險較大，貸款在試點階段存在需求較大、供給范圍較窄問題。

2.2 林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款需求影響因素具有差異性

表3 質(zhì)押貸款的雙變量Probit模型估計結(jié)果Table 3 Estimated results of bivariate probit model on pledged loans

說明：*、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%和1%的水平上顯著。

公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的雙變量Probit模型中兩個方程的相關(guān)系數(shù)rho=0.995，p=0.000，Loglikelihood=-196.610，p=0.000。這說明需求方程和供給方程相關(guān)關(guān)系明顯，表明金融機構(gòu)以林農(nóng)的需求為前提發(fā)放收益權(quán)質(zhì)押貸款，且模型與數(shù)據(jù)擬合較好。模型估計的結(jié)果如表3所示。

2.2.1 戶主自身特征因素正向影響林農(nóng)貸款需求

在戶主自身特征方面，受教育程度(X2)對林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款需求(Yd)具有顯著的正向影響。受教育程度在10%的水平下正向影響林農(nóng)對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的需求意愿，與預(yù)期結(jié)果一致，說明戶主受教育水平越高，越容易接受公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款。這可能是由于戶主受教育水平越高，生產(chǎn)創(chuàng)造能力與風險控制能力越強，借貸融資擴大生產(chǎn)的可能性越大。

2.2.2 家庭特征因素對林農(nóng)貸款需求影響具有差異性

在家庭特征方面，家庭人口負擔(X4)和公益林面積(X7)對林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款需求在不同程度上具有顯著正向影響。家庭人口負擔在5%的水平上對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的需求有正向影響，說明林農(nóng)家庭非勞動力人口比例越高，對收益權(quán)質(zhì)押貸款需求越強，與預(yù)期結(jié)果一致。原因可能在于：家庭人口負擔可反映林農(nóng)家庭生產(chǎn)能力，家庭非勞動力人數(shù)越高、勞動力人數(shù)越低意味著家庭收入能力越低，收入補償支出的可能性越低，家庭資金出現(xiàn)缺口的可能性越高，產(chǎn)生信貸需求意愿越強。公益林面積在1%的顯著水平上正向影響，表明公益林大戶相對于公益林小戶更具有貸款需求，與描述統(tǒng)計結(jié)果一致。這主要是由于林農(nóng)擁有公益林面積越大，向正規(guī)金融機構(gòu)申請的貸款額度也越大，激發(fā)林農(nóng)對收益權(quán)質(zhì)押貸款潛在需求轉(zhuǎn)為有效需求的可能性越大。

2.2.3 貸款特征因素對林農(nóng)貸款需求具有顯著的正向影響

在貸款特征方面，貸款期限(X10)對林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款的需求有顯著的正影響，林農(nóng)期望期限越久，對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求意愿也就越強。原因可能在于：林業(yè)生產(chǎn)周期較長，林農(nóng)投資林業(yè)再生產(chǎn)短時間難以實現(xiàn)資金周轉(zhuǎn)，林農(nóng)家庭資金缺口過大，進而期望長期貸款緩解家庭資金壓力。

2.3 林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性的影響因素具有差異性

2.3.1 戶主自身特征因素對林農(nóng)貸款可得性影響具有差異性

在戶主自身特征方面，戶主年齡(X1)對林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性(Ys)具有顯著負向影響，戶主受教育程度(X2)對林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性具有顯著正向影響。戶主年齡在5%的水平上負向影響林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款的可得性，政策上表明金融機構(gòu)對60歲以上林農(nóng)也需提供公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款，但實際上金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時更傾向于年輕家庭。可能的原因是：隨著戶主年齡的增大，勞動生產(chǎn)能力有所下降，金融機構(gòu)對其還款能力的顧慮也增大。戶主受教育程度在5%的水平上正向影響林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款的可得性，與預(yù)期結(jié)果一致，表明金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時考慮到文化程度較高的林農(nóng)，生產(chǎn)和創(chuàng)造財富能力越強，能夠更加合理有效配置資源。

2.3.2 家庭特征因素對林農(nóng)貸款可得性影響具有差異性

在家庭特征方面，家庭負債(X5)、家庭年總收入(X6)、公益林面積(X7)和貸款經(jīng)歷(X9)在不同程度和方向上對林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性具有顯著影響。家庭負債在10%的水平上負向影響林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款的可得性，家庭年總收入在5%水平上正向影響林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款的可得性。這主要是由于家庭經(jīng)濟狀況是金融機構(gòu)評估貸款者還款能力的重要指標，也是決定發(fā)放公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的重要因素。公益林面積在1%的顯著水平上正向影響林農(nóng)收益權(quán)質(zhì)押貸款的獲得，表明金融機構(gòu)更愿意向公益林大戶發(fā)放貸款，與描述統(tǒng)計結(jié)果一致。這主要是由于公益林面積直接決定公益林預(yù)期收益的大小，公益林面積越大，預(yù)期收益越高。貸款經(jīng)歷在5%的顯著水平上正向影響林農(nóng)獲得公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的概率，表明有正規(guī)金融機構(gòu)貸款經(jīng)歷的林農(nóng)更易獲得貸款?？赡艿脑蚴牵河羞^貸款經(jīng)歷的林農(nóng)，金融機構(gòu)通過保留信貸交易記錄掌握其相關(guān)資料，降低雙方信息不對稱。

2.3.3 貸款特征因素對林農(nóng)貸款可得性影響不大

在貸款特征方面，林農(nóng)期望的貸款期限(X10)與收益質(zhì)押貸款的可得性負相關(guān)，但并未通過顯著性檢驗，與預(yù)期結(jié)果不一致。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)：金融機構(gòu)發(fā)放的公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款年限以1年為主，這可能是由于公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款尚處于半市場化階段，但金融機構(gòu)提供到期后可進行續(xù)貸，這就使得林農(nóng)期望貸款的期限實際上對收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性影響不大。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

根據(jù)浙江省麗水試驗區(qū)林農(nóng)公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款可得性調(diào)研分析結(jié)果來看，公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款的需求得到一定程度滿足，政策初見成效，但貸款發(fā)生率不高，試點覆蓋面較窄，貸款可得性有較大提升空間。從供需結(jié)構(gòu)來看，公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款供需不均衡，主要表現(xiàn)為公益林中小戶供給不足，林農(nóng)大額貸款需求得不到有效滿足。林農(nóng)的受教育程度、家庭人口負擔、公益林面積、貸款期限顯著影響公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款需求決策行為；林農(nóng)的年齡、受教育程度、家庭負債、年總收入、公益林面積、貸款經(jīng)歷對公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款供給決策具有顯著影響。

3.2 建議

首先，金融機構(gòu)結(jié)合供需結(jié)構(gòu)，優(yōu)化貸款供給方式。公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款政策的持續(xù)發(fā)展取決于有效需求與可得性達到均衡狀態(tài)。研究結(jié)果表明，保持現(xiàn)有收益權(quán)質(zhì)押貸款政策穩(wěn)定不變的情況下，單方面提高金融機構(gòu)貸款供給量來擴大貸款覆蓋面的做法是不合理的。金融機構(gòu)應(yīng)結(jié)合當前公益林小戶和大額資金需求得不到有效滿足的現(xiàn)象，優(yōu)化收益權(quán)質(zhì)押貸款模式，探索適合公益林小戶的信貸產(chǎn)品。其次，政府應(yīng)發(fā)揮引導和扶持功能，推動貸款可持續(xù)發(fā)展。政府在做好公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款政策、貸款程序宣傳工作的前提下，加大對山區(qū)林農(nóng)、金融機構(gòu)政策扶持和財政支持力度。一方面在做好公益林補償收益權(quán)登記、頒發(fā)證明的基礎(chǔ)上，通過組建村集體公益林股份經(jīng)濟合作組織，降低金融機構(gòu)質(zhì)押貸款交易成本與風險。另一方面發(fā)揮林業(yè)貼息政策的扶持功能，結(jié)合各地區(qū)林農(nóng)富裕程度、林業(yè)發(fā)展程度、貸款難易等情況，有針對地提高貼息率、制定差異化的貼息政策，向貧困、生態(tài)保護力度大的山區(qū)林農(nóng)傾斜，緩解公益林質(zhì)押貸款利率單一且過高的問題。最后，林農(nóng)注重自身建設(shè)并加強合作，提高貸款可得性。林農(nóng)可以通過教育、培訓等方式，強化自身學習能力，增加家庭收入的來源渠道。林農(nóng)積極參與信用評估，提升自身信用等級，提高公益林質(zhì)押貸款可獲性。同時，林農(nóng)之間應(yīng)加強合作，通過參與村集體公益林補償收益權(quán)質(zhì)押貸款擔保組織，以“村集體或(村集體+林農(nóng))”公益林預(yù)期5年的收益為質(zhì)押，發(fā)揮擔保倍數(shù)的放大作用，更好地滿足和解決自身資金需求。